Panel Data Research Center, Keio University
PDRC Discussion Paper Series

The association between the housework and childcare division of the couple andthe wife's subjective well being
Kazuma Sato
20 August, 2020
DP2020-004
https://www.pdrc.keio.ac.jp/en/publications/dp/6701/

Panel Data Research Center, Keio University
2-15-45 Mita, Minato-ku, Tokyo 108-8345, Japan
info@pdrc.keio.ac.jp
20 August, 2020

The association between the housework and childcare division of the couple and the wife's subjective well being

Kazuma Sato
PDRC Keio DP2020-004
20 August, 2020
JEL Classification: I31, J12
Keywords: share of housework and childcare among married couples;Happiness

Abstract
How does the share of housework and childcare among married couples affect the subjective well-being(SWB) of the wife? In Japan, this issue attracts the attention of working married women bearing heavy
responsibility for housework and childcare. This study aims to examine the association between thehousework and childcare division of the couple and the wife's SWB by using the Japan Panel Survey ofConsumers (JPSC). The results of this study provide three empirical findings. First, the association
between the housework and childcare division of the couple and the wife's SWB was inverted U shape.
Second, the simulation by the Ordinary Least Squares (OLS) showed that the maximum degree of
happiness of the wife depends on the working status of the wife. Third, the simulation by the OLS also
revealed that as the number of children increased, the proportion of housework and childcare for the wife
who maximized happiness increased.

Kazuma Sato
Faculty of Political Science, Takushoku University
Kohinata 3-4-14, Bunkyo-ku, Tokyo 112-8585
ksqwt864@gmail.com

Acknowledgement: In preparing this article, we received the data from the "Japan Panel Survey ofConsumers" conducted by the Keio University Panel Data Design and Analysis Center. We received
useful comments from Professor Junji Kageyama (Meikai University), Professor Emiko Teramura(Meikai University), and Associate Professor Tsukasa Matsuura (Chuo University). I would like toappreciate their useful comments. This research was supported by JSPS Grants-in-Aid for Scientific
Research (17KT0037).

夫婦の家事・育児分担と妻の幸福度の関係
夫婦でどのように家事・育児を分担すると妻が最も幸せとなるのか†

佐藤一磨*

要約
夫婦間における家事・育児分担は、妻の主観的厚生にどのような影響を及ぼすのか。この問は、重い家事・育児の負担も担っている働く妻にとって興味・関心を集める論点だと言える。本稿では慶応義塾大学パネルデータ設計・解析センターの『消費生活に関するパネル調査(JPSC)』を用い、夫婦の家事・育児分担と妻の主観的厚生(幸福度)の関係をさまざまな視点から分析した。分析の結果、次の 3 点が明らかになった。1 点目は、夫婦の家事・育児分
担と妻の幸福度の関係が線形なのか、それとも非線形(逆 U 字型)なのかを検証した結果、非線形(逆 U 字型)であることがわかった。この結果は、妻の幸福度を最も高める家事・育児分担が存在することを示唆する。2 点目は、夫婦の家事・育児分担と妻の幸福度の関係に関する Ordinary Least Squares (OLS)によるシミュレーション分析の結果、妻の就業状態によって、妻の幸福度が最大となる点が異なることがわかった。幸福度が最大となる妻の家
事・育児分担割合を計算した結果、共働きの妻では 55%であり、専業主婦では 60%または61%であった。なお、共働きの妻の中でも正規雇用で働く妻の場合、妻の幸福度が最大となる家事・育児分担割合は 46%または 47%であった。この結果は、正規雇用で働く妻の場合、夫婦間でほぼ均等に家事・育児を分担すると、最も妻の幸福度が高くなることを意味する。
3 点目は、夫婦の家事・育児分担と妻の幸福度の関係に関する OLS のシミュレーション分
析を子どもの数別に行った結果、子どもの数が増えるほど、幸福度が最大となる妻の家事・育児分担割合がむしろ増えることがわかった。子どもの数が増えるにつれて、より夫に家事・育児に参加してもらった方が妻の幸福度が向上すると予想していたが、実際の結果は逆であった。この結果の背景には、2 つの要因が考えられる。1 つ目は、そもそも子どもが好きな女性ほど子どもを多く持つ傾向があり、子どもと接する時間も長いという可能性である。2 つ目は、性別役割分業意識に代表される社会規範の影響が子どもの数が多いほど強くなり、その社会規範に沿った行動をとった方が幸福度も向上するようになるといった可能
性である。

†

本稿の作成にあたり慶応義塾大学パネルデータ設計・解析センターが実施した『消費生活に関するパネル調査』の個票データの提供を受けた。また、本稿の作成にあたり、影山純二教授(明海大学)、寺村絵美
子教授(明海大学)、松浦司准教授(中央大学)から有益なコメントをいただいた。ここに記して感謝する次第である。なお、本研究は JSPS 科研費（17KT0037）の助成を受けたものである。
*

拓殖大学政経学部准教授

1

1

問題意識
我が国では 1990 年代後半以降、雇用者世帯における共働き世帯数が専業主婦世帯数を上回り、結婚後も働く妻が増加している。このような働く妻の増加を受け、新たな課題として注目を集めてきたのが妻の重い家事・育児負担である。日本では性別役割分業意識が強く残っているため、妻が結婚後に働いたとしても、家庭内における家事・育児負担はあまり減
少せず、仕事と家庭の二重の負担を背負うことになる。この負担が女性のさらなる社会進出を抑制するだけでなく、少子化の原因の 1 つとして考えられており、その解消が政策的な課題として認識されてきた。この課題の解決策として真っ先に考えられるのが夫の家事・育児への参加促進である。これを受け、さまざまな視点から夫の家事・育児参加に関する分析が行われ、その規定要因や妻の就業、出産との関連が明らかにされてきた (松田 2004,
2008; 水落 2010; 水野谷 2005; 西岡・星 2011; 平井 2019)。
これら夫婦の家事・育児分担について研究の蓄積が進んでいるものの、まだ十分に検証されていない論点がある。それは、夫婦の家事・育児分担が主観的厚生にどのような影響を及ぼすのかといった点だ。家事・育児分担に関する不満が結婚生活の質を低下させるだけでな
く (Amato 2007)、婚姻関係の存続や子どもの出生にも影響を及ぼすと考えられるため、これは重要な論点だと言える。中でも妻の重い家事・育児負担と妻の主観的厚生の関係は、働く女性が増加する日本において、興味・関心が集まる点だ。はたして家事・育児の負担の増
加は、妻の主観的厚生にどのような影響を及ぼすのだろうか。
先行研究でも指摘されるように、重い家事・育児負担は、余暇時間や休息時間を減少させるため、妻の主観的厚生を悪化させていると考えられる(Mencarini and Sironi 2012)。これは、妻の家事・育児負担が少なければ少ないほど、妻の主観的厚生が向上することを示唆する。言い換えれば、夫に代表される家族が大半の家事・育児を行ってくれた方が妻の主観的厚生が向上することになる。しかし、これは本当だろうか。
いくつかの理論的背景から、妻の家事・育児負担が少なければ少ないほど、妻の主観的厚生が必ずしも高くならない可能性がある。例えば、もし家事・育児の大半を夫に代表される家族に負担してもらった場合、性別役割分業意識に代表される社会規範から乖離することになる。台湾のデータを用いた Chang (2011)によれば、労働市場や家族、政治といったさ
まざまな面において、男女の幸福度は、男女の望ましい行動を規定する社会規範に合致した行動をとった方が高まると指摘されている。このため、家事・育児の大半を自分以外の家族に行ってもらうことが逆に主観的厚生を悪化させる可能性が考えられる。また、Álvarez andMiles-Touya (2016)が指摘するように、家事・育児時間への配分が仕事や家庭の制約によって望ましい状態から乖離していた場合、その乖離が主観的厚生に負の影響を及ぼす可能性がある。Álvarez and Miles-Touya (2016)はその研究の中で、労働や家事に関する時間配分の理想と現実のギャップが主観的厚生を低下させることを指摘している。もし家事・育児の大半を夫等に負担してもらうことが妻の理想の状況とかけ離れていた場合、妻の主観的厚2

生を損なう可能性がある。以上の理由から、夫婦の家事・育児分担と主観的厚生の関係は、
必ずしも線形ではなく、非線形となっている可能性がある。このような夫婦の家事・育児分担と主観的厚生の関係は、必ずしも先行研究で十分に検証されていないため、明らかになっていない点も多い。しかし、この点を検証することは、今後夫の家事・育児参加がより進み、妻の重い家事・育児負担が緩和された際、主観的厚生にどのような変化が生じるのかを予測するうえで貴重な情報となる。
そこで本稿では、夫婦の家事・育児分担と妻の主観的厚生の関係を検証する。使用データ
は慶応義塾大学パネルデータ設計・解析センターの『消費生活に関するパネル調査(以下、JPSC)』である。JPSC は妻の主観的厚生を長期にわたって調査したパネルデータであるため、本稿の分析に最適なデータだと言える。本稿では主観的厚生の中でも代表的な幸福度を主な変数として使用する。経済学ではもともと主観的な指標を使用した分析をあまり行ってこなかったが、近年、主観的厚生を活用した分析が急速に発展している(Clark and Oswald
1994; Ferrer-i-Carbonell 2005; Frey and Stutzer 2002; Layard 2005 大竹・白石・筒井 2010)。
本稿ではこれらの研究蓄積を基礎としたうえで分析を進めていく。
先行研究と比較した際、本稿には 3 つの特徴がある。1 つ目は、アジア地域のデータを用いて夫婦の家事・育児分担と妻の主観的厚生の関係を分析した数少ない研究の 1 つであるという点だ。近年、夫婦の家事・育児分担と主観的厚生の関係を検証した分析が増加しつつあるものの、そのほとんどが欧米のデータを用いた研究である(Suitor 1991; Greenstein
1996; Frisco and Williams 2003; MacDonald et al. 2005; Mencarini and Sironi 2012; Álvarez
and Miles-Touya 2016)。欧米で得られた結果が他地域でも同様に見られるかどうかは、検証の必要がある。アジア地域のデータを用いた研究に吉田(2015)があるものの、その数は限られており、明らかになっていない点も多い。本稿では JPSC を用いて分析することによって、新たな研究の蓄積に貢献する。
2 つ目の特徴は、夫婦の家事・育児分担と妻の主観的厚生が線形なのか、それとも非線形なのかを検証している点だ。先行研究では夫婦の家事・育児分担と妻の主観的厚生が線形であることを想定し、分析を行ってきた。しかし、もし家事・育児分担と妻の主観的厚生の関係が非線形である場合、先行研究は夫婦の家事・育児分担と妻の主観的厚生の関係を適切に捉えていなかった恐れがある。また、もし両変数の関係が非線形(特に逆 U 字型)である場
合、妻の主観的厚生を最も高める家事・育児分担が算出できるため、望ましい夫婦の在り方を検討するうえでこれまでとは異なったインプリケーションを導き出すことができる。本稿では AIC(赤池情報基準)と BIC(ベイズ情報基準)といったモデル選択に関する統計量を用い、夫婦の家事・育児分担と妻の主観的厚生が線形なのか、それとも非線形なのかを検証する。なお、検証の結果、夫婦の家事・育児分担と妻の主観的厚生の関係は非線形であることが明らかになった。
3 つ目の特徴は、夫婦の家事・育児分担と妻の主観的厚生の関係が非線形であるという分析結果をもとに、どのように家事・育児を分担すると、妻の主観的厚生が最も高くなるのか3

を Ordinary Least Squares (OLS)によるシミュレーション結果から算出している点である。
この分析の結果、妻の就業状態によって妻の主観的厚生が最大となる点が異なっており、共働きの場合ほど、夫婦間で均等な家事・育児分担が重要となることが明らかとなった。また、子どもの数別でも分析を行った結果、子どもの数が増えるほど、主観的厚生が最大となる妻の家事・育児分担割合も増える傾向にあることがわかった。
本稿の構成は次のとおりである。第 2 節では先行研究を概観し、本稿の位置づけを確認する。第 3 節では分析仮説について説明する。第 4 節では使用データについて説明し、第 5
節では推計手法について述べる。第 6 節では推計結果について述べ、最後の第 7 節では本稿の結論と今後の研究課題を説明する。

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先行研究
本節では夫婦間における家事・育児分担に関する先行研究を概観する。まず、夫婦間における家事・育児分担に関連する理論から整理していく。
夫婦間における家事・育児分担について、経済学における代表的な理論として
Becker(1991)の分業モデルと McElroy and Horney (1981)や Lundberg and Pollack (1993)の交渉モデルがある。Becker(1991)の分業モデルでは、結婚を異なる能力をもつ経済主体の統合と捉え、夫婦がそれぞれ比較優位を持つ活動に特化することで、家計内における生産物が増大すると考えている。例えば、夫が市場労働に、妻が家事労働にそれぞれ比較優位がある場合、夫婦がそれぞれ得意とする活動に特化することで、独身でいる場合よりも多くの便益を得ることが可能となる。Becker(1991)は、このような夫婦間の分業による便益の増大が各経済主体の結婚する経済的な理由だと考えている1。この分業モデルの場合、家事労働に比較優位がある方が主に家事に従事することになる。日本の場合、男女間賃金格差が大きく、性別役割分業意識も強いため、主に妻が家事労働に特化することが多い。
McElroy and Horney (1981)や Lundberg and Pollack (1993)の交渉モデルでは、家計を選
好の異なる個人の集合体とみなし、家計構成員で交渉を行い、その結果に基づいて家計内の資源配分や行動を決定すると考えている。このモデルでは、各個人の労働市場における所得を家計内の分配を決定する重要な決定要因の一つとみなしている(Thomas 1990; Fortin andLacroix 1997; Attanasio and Lechene 2002)。このため、所得水準が高い個人ほど、家計内における交渉力が高まり、その結果として家事労働へ割かれる時間が減少すると予想される。
日本の場合、男女間賃金格差を背景に夫が主な稼得者となることが多いため、夫の家事時間が短くなると考えられる。
これら分業モデルや交渉モデル以外で近年注目を集めているのが社会規範の影響である

1

Becker(1991)は、家計規模が拡大することによる規模の経済と精神的な安定や充足も結婚のメリットとしてあげている。

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(Akerlof and Kranton 2000, 2010)。欧米を中心に夫婦の家事・育児分担に関する研究が進む
中で、分業モデルや交渉モデルから予想される結果と実態が乖離していることが明らかになってきている。具体的には、分業モデルや交渉モデルでは妻がフルタイムで就業する場合、家事・育児分担が減少すると予想されるが、実態は必ずしもそうなってはおらず、妻が依然として多くの家事・育児を負担したままとなっていた(OECD 2014)。このような理論と実態の乖離を受け、注目されるようになってきたのが社会規範の影響だ。ここでの社会規範とは、夫と妻がそれぞれの生育環境や社会環境の中で形成した考えであり、代表的なものに「夫は働き、妻は家事・育児を行う」といった性別役割分業意識がある。この社会規範の影響が強い社会の場合、女性の社会進出が進んだとしても、女性の家事・育児負担が軽減されないと予想される。この状況は日本にも当てはまり、共働き世帯が増加しているものの、女
性の家事・育児負担が軽減されない現状を部分的に説明できると考えられる。
以上、夫婦の家事・育児分担に関する分業モデル、交渉モデル、社会規範について概観したが2、いずれの理論からも日本においては妻に家事・育児負担が偏る可能性があることが予想される。この点は松田(2000)や久保(2017)等の研究で確認されており、日本の妻は家事・育児の大半を担っていると指摘されている。
このような家事・育児負担は幸福度に代表される主観的厚生にどのような影響を及ぼすのだろうか。家事・育児負担の増加は、その分だけ余暇時間が減少することを意味する。特に働く妻の場合、家事・育児と仕事の 2 つの負担となるため、時間的な制約が厳しくなる。
このため、家事・育児負担の増加は、主観的厚生を低下させると考えられる。この点に関して、いくつかの研究では、多くの家事・育児を負担する女性ほどメンタルヘルスが悪化する
ことが指摘されている(Golding, 1990; Glass and Fujimoto 1994; Larson, Richards andPerry-Jenkins 1994; Barnett and Shen 1997)。また、他の研究においても、多くの家事・育児を負担する女性ほど、結婚満足度や生活満足度が低下する傾向にあることがわかっている (Suitor 1991; Greenstein 1996; Frisco and Williams 2003; MacDonald et al. 2005;
Mencarini and Sironi 2012)。これらの研究の中でも Mencarini and Sironi (2012)はヨーロッパの 26 か国を調査した European Social Survey (ESS)を用い、妻の家事負担が幸福度に及ぼす影響を検証している。この分析の結果、妻の家事負担割合が 75%以上の場合、妻の幸福度が低下すること、そして、その負の影響は働く妻の方がやや大きいことがわかった。
さらに、この研究では国別の夫の家事参加の程度によって、妻の家事負担の幸福度への影響が異なることを指摘している。具体的には、スゥエーデンやデンマークのように夫婦間で家事を均等に分担する傾向が強い国の場合、多くの家事を負担する妻ほど幸福度が低下する

2

夫婦の家事・育児分担に関する社会学の理論に相対的資源仮説、時間制約仮説、性別役割イデオロギー仮説がある(稲葉 1998)。相対的資源仮説では、学歴、所得、職種等で決定される資源の相対的大きさによって夫婦間における家事・育児の分担割合が決定すると考えている。時間制約仮説では、時間的制約の少ない方がより多くの家事・育児を負担すると考えている。性別役割イデオロギー仮説では、性別役割分
業規範によって夫婦間の家事・育児分担割合が決定されると考えている。

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が、ギリシャのように大半の家事を妻が担う国の場合、妻の幸福度への家事負担の負の影響が小さいことが指摘されている。この結果が示唆するように、家庭内において求められる家
事負担の国による違いも、妻の幸福度に影響を及ぼすと考えられる。日本の場合、ギリシャのように妻に家事負担が偏っているため、家事負担の増加による幸福度への負の影響は、他国と比較して相対的に小さくなる可能性がある。
以上の妻の家事・育児負担と幸福度に関する先行研究では、その多くが妻の家事・育児負担と幸福度の関係が線形であると想定している。しかし、妻の家事・育児負担と幸福度の関係が非線形になっている可能性もある。これには 2 つの理論的背景が考えられる。1 つ目は、Chang (2011)で指摘される社会規範からの乖離である。男女の幸福度は、男女の望ましい行動を規定する社会規範に合致した行動をとった方が高まることが指摘されている(Chang 2011)。もし家事・育児の大半を夫に代表される家族に負担してもらった場合、性別
役割分業意識に代表される社会規範から乖離することになる。これが妻の主観的厚生を低下させる可能性がある。なお、Bertrand et al. (2013)は女性が自分の夫よりも所得が高くなると、労働供給を抑制することを明らかにしており、男女における社会規範からの乖離を避ける行動をとる可能性があることを指摘している。
2 つ目は、Álvarez and Miles-Touya (2016)で指摘される理想とする時間配分とのギャップである。Álvarez and Miles-Touya (2016)は、時間配分がさまざまな制約によって望ましい状態から乖離し、その乖離が主観的厚生に負の影響を及ぼす恐れがあることを指摘している。各個人の時間配分は、雇用されている企業から求められる労働時間や税制、通勤時間等から影響を受けるだけなく、子どもや親の介護といった家族の状況からも制約を受ける。
この結果、制約下における最適な時間配分を達成したとしても、各行動への時間配分が望んだ状況から乖離し、それが幸福度に負の影響を及ぼすことが考えられる3。この関係が家事・育児負担と幸福度にも当てはまる場合、実際の家事・育児時間が妻の望む家事・育児時間よりも多かったり少なかったりすると、妻の幸福度が低下する可能性がある。この結果、妻の家事・育児負担と幸福度の関係が非線形になると考えられる。この点に関連して、日本と同じく女性の家事・育児負担の重いスペインのデータを用いた Álvarez and Miles-Touya(2016)は、実際の家事時間が女性の望む時間よりも多かったり少なかったりすると、生活満足度が低下することを明らかにしている。また、日本のデータを用いた吉田(2015)は、妻の家事・育児負担割合と妻の生活満足度や夫婦関係満足度の関係を検証しているが、必ずしも両者の関係は線形とはなっていない。具体的には、妻の家事・育児負担割合が 60%～90%の場合において妻の生活満足度が最も高く、その前後の負担割合になると、生活満足度は低下していた。また、夫婦関係満足度は妻の家事・育児負担割合が 60%～75%の場合で最も高く、その前後になると夫婦関係満足度が低下していた。これらの結果は、妻の家事・育児

3

Wooden et al. (2009)や Wunder (2012)は、実際の労働時間と自分の望んだ労働時間に乖離が発生すると主観的厚生が低下することを明らかにしている。

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負担割合と幸福度の関係が非線形となっている可能性があることを示唆する。ただし、国内
及び海外においてこの点を検証した研究はあまりなく、その実態は明らかになっていない。

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分析仮説
本稿では妻の家事・育児負担と幸福度の関係を分析していくが、具体的には以下の 3 つの仮説を検証する。
1 つ目の仮説は、「妻の家事・育児負担と妻の幸福度の関係は、線形ではなく、非線形となっている」、というものである。先行研究では、妻の家事・育児負担と幸福度の関係を線形で捉えていたが、Álvarez and Miles-Touya (2016)が指摘するように、家事・育児時間への配分がさまざまな制約によって望ましい状態から乖離し、その乖離が幸福度に負の影響を及ぼす可能性がある。これは、妻の家事・育児負担と幸福度の関係が望ましい負担割合を頂点とした逆 U 字型に近い形状になっている可能性を示唆する。この点を検証するためにも、妻の幸福度の決定要因を OLS で推計する際、妻の家事・育児負担割合の 1 次項のみを入れた場合とその 2 乗項も入れた場合で、どちらがより望ましいのかを AIC と BIC を用いて確認する。また、分析では妻の家事・育児負担割合の 2 次項の符号についても確認する。
もし AIC や BIC で 2 次項をいれたモデルが採択され、かつ、2 次項が負の符号を示した場
合、妻の幸福度が最大となる家事・育児分担割合が存在することになる。これが実際に存在するかどうかを検証する。
2 つ目の仮説は、「共働きの場合、妻の幸福度が最大となるのは、専業主婦世帯と比較して、夫がより多くの家事・育児を負担してくれる場合である」、というものである。共働きの妻の場合、家事・育児だけではなく、仕事の負担もその肩にのしかかってくる。このため、専業主婦と比較して夫が家事・育児により貢献したくれた場合ほど(妻の家事・育児負担が小さいほど)、幸福度が高まると予想される。これは、もし妻の家事・育児負担割合と幸福度の関係が非線形(逆 U 字型)である場合、共働きの世帯ほど、幸福度が最大となる妻の家
事・育児負担割合が専業主婦世帯よりも小さくなることを意味する。さらに、共働き世帯の中でも、非正規雇用で働く妻と比較して、仕事の負担が大きい正規雇用で働く妻ほど、夫がより多くの家事・育児を負担してくれると妻の幸福度が最大になると予想される。分析では妻の家事・育児負担割合と妻の就業状態の交差項を用いてこの点を検証する。
3 つ目の仮説は、「子どもの数が多く、共働きの妻の場合、妻の幸福度が最大となるのは、
専業主婦世帯と比較して、夫がより多くの家事・育児を負担してくれる場合である」、というものである。家事・育児負担の中でも子どもの数は重要な要因であり、子どもの数が多いほど、必要となる家事・育児負担が増大すると考えられる。このため、子どもの数が多いほど、夫が家事・育児により貢献すると(妻の家事・育児負担が小さいと)、幸福度が高まると予想される。これは、もし妻の家事・育児負担割合と幸福度の関係が非線形(逆 U 字型)である場合、子どもの数が多い世帯ほど、幸福度が最大となる妻の家事・育児負担割合が小さ7

くなることを意味する。また、子どもの数の影響は妻の就業状態によっても異なると考えられ、共働き世帯ほど、幸福度が最大となる妻の家事・育児負担割合が小さくなると予想される。分析では妻の家事・育児負担割合、妻の就業状態、そして、子どもの数の 3 つの交差項を用いてこの点を検証する。

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データ
今回の分析で使用する JPSC は、第 1 回目の 1993 年時点における 24 歳～34 歳の若年女

性 1500 名を調査対象としており、毎年調査を実施している。本稿で利用できるのは第 23
回目調査の 2015 年までとなっており、分析では全期間のデータを使用している。以下では1993 年から 2015 年までのデータを JPSC1993-JPSC2015 と呼ぶこととする。なお、
JPSC1997、JPSC2003、JPSC2008 及び JPSC2013 で新規調査サンプルが追加されている。
JPSC では、調査対象者の就学・就業、世帯構成、資産、住居、健康など幅広いトピックをカバーしている。
今回は夫が就業している有配偶女性にサンプルを限定している。主観的厚生の指標として幸福度を使用するが、2 つの注意点がある。1 つ目は、JPSC では調査対象者の女性のみに対して幸福度を質問しているため、配偶者の夫の幸福度に関する情報が欠如しているという点である。本来であれば夫婦両方の幸福度について分析を行うことが望ましいが、デー
タの制約上断念せざるを得なかった。2 つ目は、幸福度が JSPC1995 以降からしか存在しな
いため、分析対象期間を JPSC1995-JPSC2015 に限定せざるを得ないという点である。使用
する変数の欠損値を除外した結果、分析対象は全期間で 23,430 の観測数となった。

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推計手法
本稿では 3 つの仮説を検証するために、計量分析を行う。1 つ目の仮説の「妻の家事・育児負担と妻の幸福度の関係は、線形ではなく、非線形となっている」を検証するために、以下の式を Pooled OLS で推計する。

𝐻𝑖𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝑆𝑖𝑡 + 𝛼2 𝑊𝑖𝑡 + 𝛼3 𝐶𝑖𝑡 + 𝛼4 𝑋𝑖𝑡 + 𝜀𝑖𝑡(1)𝑖は観察された個人、𝑡は観察時点を示す。(1) 式のうち、𝐻𝑖𝑡 は𝑡期の有配偶女性の幸福度である。この幸福度は「あなたは幸せだと思っていますか。それとも、不幸だと思っていますか。
」といった質問を用いており、回答は「1 とても幸せ」から「5 とても不幸」の 5段階となっている。分析では数値を逆にとり、値が大きいほど幸福度が高いように定義した。
𝑆𝑖𝑡 は妻の家事・育児分担割合(%)である。JPSC では夫婦それぞれの家事・育児時間を平日と週末に分けて調査している。分析では夫婦それぞれの平日と週末の値を合計した 1 週
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間の家事・育児時間を算出し、以下の式を用いて妻の家事・育児分担割合を計算した。
妻の家事・育児分担割合＝（妻の家事・育児時間／（夫の家事・育児時間＋妻の家事・育児時間））×100(2)

仮説を検証するために、妻の家事・育児分担割合の 1 次項を使用した場合と妻の家事・育児分担割合の 2 乗項／100 も追加で使用した場合の 2 つの推計を行う。
𝑊𝑖𝑡 は妻の就業ダミーである。妻が就業する場合に 1、無業の専業主婦である場合に 0 となるダミー変数である。佐藤(2018)が指摘するように、就業すると仕事と家庭の 2 つの負担が発生するため、妻の就業ダミーは負の符号を示すと予想される。𝐶𝑖𝑡 は子どもの数を示
す変数である。子どもの数が増えると育児負担が増加し、余暇時間も減少するため、子どもの数は負の符号を示すと予想される。
𝑋𝑖𝑡 は世帯属性であり、夫の就業状態ダミー、夫婦それぞれの年齢、夫婦それぞれの学歴、
世帯年収ダミー(4 分位に分割)、3 歳以下の子どもありダミー、親との同居状況ダミー、市
郡規模ダミー、そして、年次ダミーを使用する。
今回の分析では(1)式をハウスマン検定によって採択された Fixed Effect OLS で推計する。
推計では妻の家事・育児分担割合の 1 次項を使用した場合と妻の家事・育児分担割合の 2 乗
項も追加で使用した場合の 2 つの推計を行い、どちらのモデルが望ましいのかを AIC とBIC によって判断する。推計結果の頑健性を確認するためにも、Random Effect Ordered
Logit モデルで同様の推計を行い、AIC と BIC によるモデル選択を行う。これらの結果を用
い、総合的にどちらのモデルが望ましいのかを判断する。
2 つ目の仮説の「共働きの場合、妻の幸福度が最大となるのは、専業主婦世帯と比較して、夫がより多くの家事・育児を負担してくれる場合である」を検証するために、以下の式をPooled OLS で推計する4。

𝐻𝑖𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝑆𝑖𝑡 + 𝛼2 𝑊𝑖𝑡 + 𝛼3 𝑊𝑖𝑡 ∙ 𝑆𝑖𝑡 + 𝛼4 𝐶𝑖𝑡 + 𝛼5 𝑋𝑖𝑡 + 𝜀𝑖𝑡(3)(3) 式は(1) 式に𝑊𝑖𝑡 ∙ 𝑆𝑖𝑡 の交差項を追加したモデルとなっている5。𝑊𝑖𝑡 ∙ 𝑆𝑖𝑡 は妻の就業ダ
ミーと妻の家事・育児分担割合の交差項を示している。このモデルでは、妻が就業している
場合と専業主婦の場合では妻の家事・育児分担割合が幸福度に及ぼす影響に違いが出ると仮定している。具体的には、妻が就業する場合、妻の家事・育児分担割合が幸福度に及ぼす影響は𝛼1 + 𝛼3 となるが、妻が専業主婦の場合、その影響は𝛼1のみとなる。推計では妻の就業状態の違いによって実際にどの程度の差が発生しているのかを検証する。なお、妻の就業
4

Pooled OLS を使用するのは、推計結果に基づいたシミュレーションを計算するのが簡便なためである。
5𝑆𝑖𝑡 は(1)のモデル選択に関する分析結果に基づいた変数を使用する。

9

ダミーを正規雇用ダミー、非正規雇用ダミー、そして、自営業他ダミー6(レファレンスグル
ープは専業主婦)に変えた場合でも交差項を用いた分析を行う。
3 つ目の仮説の「子どもの数が多く、共働きの妻の場合、妻の幸福度が最大となるのは、
専業主婦世帯と比較して、夫がより多くの家事・育児を負担してくれる場合である」を検証するために、以下の式を Pooled OLS で推計する。

𝐻𝑖𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝑆𝑖𝑡 + 𝛼2 𝑊𝑖𝑡 + 𝛼3 𝐶𝑖𝑡 +𝛼4 𝑊𝑖𝑡 ∙ 𝑆𝑖𝑡 + 𝛼5 𝑆𝑖𝑡 ∙ 𝐶𝑖𝑡 + 𝛼6 𝑊𝑖𝑡 ∙ 𝐶𝑖𝑡 + 𝛼7 𝑆𝑖𝑡 ∙ 𝑊𝑖𝑡 ∙ 𝐶𝑖𝑡 + 𝛼8 𝑋𝑖𝑡 + 𝜀𝑖𝑡(4)(4)式は(1)式に𝑊𝑖𝑡 ∙ 𝑆𝑖𝑡 、𝑆𝑖𝑡 ∙ 𝐶𝑖𝑡 、𝑊𝑖𝑡 ∙ 𝐶𝑖𝑡 、𝑆𝑖𝑡 ∙ 𝑊𝑖𝑡 ∙ 𝐶𝑖𝑡 の交差項を追加したモデルとなっている。𝑊𝑖𝑡 ∙ 𝑆𝑖𝑡 は妻の就業ダミーと妻の家事・育児分担割合の交差項であり、𝑆𝑖𝑡 ∙ 𝐶𝑖𝑡 は妻の家事・育児分担割合と子どもの数の交差項である。𝑊𝑖𝑡 ∙ 𝐶𝑖𝑡 は妻の就業ダミーと子どもの数の交差項である。そして、𝑆𝑖𝑡 ∙ 𝑊𝑖𝑡 ∙ 𝐶𝑖𝑡 は妻の家事・育児分担割合と妻の就業ダミーと子どもの数との 3 つの交差項である。これらの交差項を用い、妻の就業状態や子どもの数によって妻の家事・育児分担割合が幸福度に及ぼす影響がどのように異なるのかを検証する。
推計に使用した変数の基本統計量を表 1 に掲載してある。表 1 から、妻の家事・育児分
担割合の平均値は 83.09%であり、妻が一週間のほとんどの家事・育児を行っていることがわかる。また、妻の就業形態のうち、最も大きいのが専業主婦で 42%を占めており、次いで非正規雇用が大きく、31%を占めていた。夫の就業状態を見ると、正規雇用が最も大きく、83%を占めていた。夫婦の年齢の平均値を見ると、30 代後半であり、夫の値がやや高い。
夫婦の学歴については、両者とも中高卒の比率が最も高かった。子どもの数の平均値は 1.75
であり、3 歳以下の子どもがいる世帯の割合が 44%であった。親との同居状況を見ると、カテゴリー間で大きな差は見られない。

6

自営業他には自営業以外にも家族従業者を含んでいる。

10

表 1 基本統計量
変数

平均値

標準偏差

妻の幸福度

3.93

0.81

妻の家事・育児負担割合(%)

83.09

14.62

妻の家事・育児負担割合(%)の2乗項/100

71.18

22.91

妻の就業ダミー
妻の就業状態ダミー

夫の就業状態ダミー

0.58

0.49

正規雇用

0.19

0.39

非正規雇用

0.31

0.46

自営業他

0.08

0.28

専業主婦

0.42

0.49

正規雇用

0.83

0.38

非正規雇用

0.02

0.15

自営業他
妻の年齢
夫の年齢

0.15

0.35

36.79

6.81

39.22

7.70

中高卒

0.46

0.50

専門・短大卒

0.40

0.49

大卒以上

0.15

0.36

中高卒

0.48

0.50

専門・短大卒

0.16

0.37

大卒以上

0.36

0.48

第1分位

0.23

0.42

第2分位

0.25

0.43

第3分位

0.26

0.44

第4分位

0.26

0.44

子どもの数

1.75

0.99

3歳以下の子どもありダミー

0.44

0.50

同居・準同居0.30

0.46

近隣・同一市区内に同居

0.39

0.49

同一都道府県・それ以外に同居

0.31

0.46

都区および政令指定都市

0.26

0.44

その他の市

0.61

0.49

町村

0.13

妻の学歴ダミー

夫の学歴ダミー

世帯年収ダミー

親との同居状況ダミー

市郡規模ダミー

サンプルサイズ0.34
23,430

注 1：分析対象は夫が就業している有配偶女性である。
出所：JPSC1993-JPSC2015 を用い、筆者作成。

6

推計結果
6.1

記述統計を用いた分析

本節では計量分析の前に記述統計を用いて簡単に分析対象サンプルの特徴を確認する。
11

まず、表 2 の妻の家事・育児分担割合別のサンプル構成比を見ると、いずれの場合でも、妻の家事・育児分担割合が 49%以下となる比率が非常に少なくなっていた。この結果は、夫が半分以上の家事・育児を実施する世帯が極めてまれであることを示す。また、いずれの場
合でも妻の家事・育児分担割合が 75%以上となる比率が 70%前後となっていた。この結果
は、ほとんどの世帯において、妻が家事・育児の大半を担っていることを示す。
表 2 妻の家事・育児分担割合別のサンプル構成比

妻の家事・

全サンプル

妻が就業

妻が専業主婦

－24％

0.15%

0.14%

0.15%

25%－49%

0.93%

1.35%

0.33%

50%－74%25.75%

28.50%

21.88%

75%－

70.08%

66.70%

74.84%

合計

100%

100%

100%

育児負担比率

出所：JPSC1993-JPSC2015 を用い、筆者作成。

図 1 は妻の家事・育児分担割合別の妻の幸福度の平均値を示している。この結果を見ると、いずれの場合でも、妻の家事・育児分担割合が多いほど、幸福度の平均値が低くなっているわけではない。例えば、共働きの妻の場合、最も幸福度の平均値が高くなるのは妻の家
事・育児分担割合が 25-49%の場合であり、その前後で幸福度が低くなっていた。また、専業主婦の場合、最も幸福度の平均値が高くなるのは妻の家事・育児分担割合が 50-74%の場合であり、共働きの妻と同じく、その前後で幸福度が低くなっていた。これらの結果が示す
ように、妻の幸福度は、妻の家事・育児分担割合が減少すれば高くなるわけではなく、むしろ、その関係は非線形に近いと言える。図 2 では、主観的厚生の指標として幸福度と並んで代表的な生活満足度を用いた分析結果であるが、図 1 の結果と同様に、妻の家事・育児分担割合が多いほど、生活満足度の平均値が低くなっているわけではなかった7。これらの結果
は、間接的に仮説 1 を支持すると言える。
図 3 は、世帯所得に占める妻の所得割合と妻の家事・育児分担割合の関係を示している。
図 3 が示すように、世帯所得に占める妻の所得割合が 25-49%、50-74%になると妻の家事・育児分担割合が低下するものの、依然として 8 割近い家事を妻が担っている。また、世帯所
得に占める妻の所得割合が 75%以上になると、再び妻の家事・育児分担割合が増加していた。世帯所得に占める妻の所得割合が 75%以上になるのは、夫が失業した場合といったやや特殊な状況にあることが多いため、注意する必要があるものの、図 3 の結果は、妻の家

7

生活満足度は「あなたは生活全般に満足していますか。
」といった質問に「1で回答しており、分析では数字を逆転させて使用している。

12満足」から「5不満」

事・育児分担割合が世帯所得に占める妻の所得割合からあまり影響を受けておらず、高水準になることを示している8。これには日本における性別役割分業意識が強く影響を及ぼしていると考えられる。
図 1 妻の家事・育児分担割合別の妻の幸福度の平均値
4.20(幸福度の平均値)
全サンプル

4.16

共働き

専業主婦

4.10
4.03

4.05

4.05

3.99

4.00
3.88 3.89

3.90

3.98

3.91

3.88

3.87

3.81

3.80
3.70
3.60
－24％

25%－49%50%－74%75%－

妻の家事・育児分担割合(%)
出所：JPSC1993-JPSC2015 を用い、筆者作成。

図 2 妻の家事・育児分担割合別の妻の生活満足度の平均値
3.90

全サンプル

(生活満足度の平均値)
3.61 3.63

3.70

3.61
3.53

3.50

3.30
3.10

共働き

専業主婦

3.68
3.57

3.57
3.47

3.42

3.40

3.24

3.00

2.90

2.70
2.50
－24％

25%－49%50%－74%75%－

妻の家事・育児分担割合(%)
出所：JPSC1993-JPSC2015 を用い、筆者作成。

8

世帯所得に占める妻の所得割合が 75%を超える場合、夫の平均年収は 4.49 万円と非常に低かった。おそらく、夫は失業状態にあると考えられる。

13

図 3 世帯所得に占める妻の所得割合と妻の家事・育児分担割合の関係
86(妻の家事・育児分担割合(%))

85

85

84

84
83
82
81
80

79
78

79
78
77
76
75
－24％

25%－49%50%－74%75%－

世帯所得に占める妻の所得割合(%)
出所：JPSC1993-JPSC2015 を用い、筆者作成。

6.2

仮説 1 の検証結果

表 3 は、仮説 1「妻の家事・育児負担と妻の幸福度の関係は、線形ではなく、非線形となっている」の検証結果である。表中の値はいずれも係数を示す。推計結果を見ると、いずれの場合でも、本分析で注目する妻の家事・育児負担割合とその 2 乗項は、有意な値を示していた。また、妻の家事・育児負担割合の 2 乗項の係数は、すべて負の値を示していた。さらに、モデル選択に関する統計量を見ると、すべての場合において、妻の家事・育児負担割合の 2 乗項を追加した方が AIC と BIC ともに小さくなっていた。この結果は、妻の家事・育児負担割合の 1 次項のみを使用した場合よりも、2 乗項を追加した方が望ましいことを意味する9。この結果から、仮説 1 は妥当だと言える。また、妻の家事・育児負担割合の 2 乗項の係数が負である点を考慮すると、妻の家事・育児負担割合と妻の幸福度の関係は、最大値を持つ逆 U 字型の形状に近いと考えられる10。このため、仮説 2 と仮説 3 を検証する場合、妻の家事・育児負担割合の 1 次項と 2 乗項の両方を使用して分析する。
表 3 の推計結果のうち、妻の家事・育児負担割合以外の推計結果を見ると、おおむね先行研究と一致する結果となっていた。具体的には、妻本人が就業するほど、夫が非正規で働くほど、夫婦ともに高齢であるほど、子どもの数が多いほど、妻の幸福度が低くなっていた。
また、夫が自営業で働くほど、夫婦ともに学歴が高いほど、世帯所得が高いほど、妻の幸福
度が高くなっていた。なお、親との同居状況は、いずれの場合も有意な値を示さなかった。

9

Pooled OLS や Pooled ordered logit model を使用した場合でも、パネル推計で得たモデル選択の結果と同じ結果を得ている。
10

被説明変数を生活満足度にした場合、Fixed Effect OLS の BIC 以外で妻の家事・育児負担割合の二乗項を入れたモデルが採択された。詳細な分析結果は、Appendix A を参照されたい。

14

表 3 妻の家事・育児分担割合のモデル選択に関する推計結果(1)
妻の家事・育児負担割合

非正規雇用

ref:正規雇用
自営業他

(4)

係数

係数

係数

係数

0.01**-0.01***

0.03***(0.00)(0.00)(0.00)

夫の就業状態ダミー(3)-0.00***

妻の家事・育児負担割合の2乗項/100
妻の就業ダミー(2)(0.01)-0.01***-0.03***(0.00)(0.01)-0.08***-0.08***-0.36***-0.36***(0.02)(0.02)(0.06)(0.06)

0.01

0.01

-0.02

-0.01

(0.04)(0.04)(0.15)(0.15)

0.04

0.04

0.19

0.19

(0.04)(0.04)(0.12)(0.12)

妻の年齢

0.01

0.01

-0.08***-0.08***(0.03)(0.03)(0.02)(0.02)

夫の年齢-0.04*-0.04*

-0.03

-0.03

(0.03)(0.02)(0.02)(0.02)

0.37***

0.36***

妻の学歴ダミー

専門・短大卒

ref:中高卒

夫の学歴ダミー(0.12)(0.12)

大卒以上

0.43**

0.42**(0.17)(0.17)

専門・短大卒0.34**

0.34**(0.15)(0.15)

大卒以上

0.70***

0.70***

ref:中高卒

世帯年収ダミー第2分位

ref:第1分位
第3分位
第4分位
子どもの数
3歳以下の子どもありダミー
親との同居状況ダミー

近隣・同一市区内に同居

ref:同居・準同居
同一都道府県・その他に同居
市郡規模ダミー

都区および政令指定都市

ref:その他の市
町村

推計手法
R2

(0.13)(0.13)

0.02

0.02

0.15**

0.15**(0.02)(0.02)(0.07)(0.07)

0.07***

0.07***

0.32***

0.32***(0.02)(0.02)(0.08)(0.08)

0.13***

0.13***

0.54***

0.54***(0.03)(0.03)(0.10)(0.10)-0.08***-0.09***-0.33***-0.33***(0.01)(0.01)(0.05)(0.05)

0.02

0.01

0.03

0.01

(0.02)(0.02)(0.06)(0.06)

0.12***

0.12***

0.37***

0.37***(0.03)(0.03)(0.10)(0.10)

0.12***

0.11***

0.32***

0.32***(0.03)(0.03)(0.10)(0.10)

-0.01

-0.01

-0.05

-0.06

(0.04)(0.04)(0.10)(0.10)

-0.06

-0.06

-0.15

-0.16

(0.03)(0.03)(0.11)(0.10)FE OLSFE OLS

RE Ologit

RE Ologit

0.08

0.08
-20705.79-20693.93

対数尤度
モデル選択に関する統計量 赤池情報量規準(AIC)
ベイズ情報量規準(BIC)
サンプルサイズ1537365.30

37347.18

41499.59

41477.87

37640.1337630.0941855.25

41841.62

23,43023,43023,43023,430注 1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が 1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注 2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
注 3)：JPSC1993-JPSC2015 から、筆者推計。

6.3

仮説 2 の検証結果

本節では仮説 2「共働きの場合、妻の幸福度が最大となるのは、専業主婦世帯と比較して、夫がより多くの家事・育児を負担してくれる場合である」を検証するが、仮説 1 の結果に基づき、妻の家事・育児分担割合は逆 U 字型であるとして分析する。
仮説については、以下の 3 つのステップで検証を行う。①(3)式を Pooled OLS によって推計する。Pooled OLS を使用するのは、推計値の算出及びシミュレーションの計算が簡便なためである。②①の推計結果に基づきシミュレーションを行う。シミュレーションの具体的な計算方法は、以下のとおりである。まず、妻の家事・育児分担割合を 0 から 100 まで増加させた値に Pooled OLS の係数を掛け合わせる。この値を妻の就業状態別に算出する。
次に子どもの数、夫の就業状態ダミー、夫婦それぞれの年齢、夫婦それぞれの学歴、世帯年
収ダミー、3 歳以下の子どもありダミー、市郡規模ダミー、年次ダミーの各係数とそれぞれの変数の平均値を掛け合わせた値を算出する。また、親との同居状況については、親が同一
都道府県・それ以外に同居している場合を 1、それ以外を 0 として Pooled OLS の係数との積を算出する11。③最後に、②の各値の合計値を図示し、妻の家事・育児分担割合が何%の時に妻の幸福度が最大となるのかを検証する。
シミュレーションによる推計結果は図 4 に掲載してある。なお、シミュレーションに活用した Pooled OLS の推計結果は、Appendix B の(1)に掲載してある。図 4 では妻が就業する場合(共働きの場合)と専業主婦の場合において、妻の家事・育児分担割合の変化によって幸福度がどのように変化するのかを示している。この推計結果から、次の 3 点がわかる。
1 点目は、妻が就業する場合と専業主婦の両方の場合において、妻の家事・育児分担割合と幸福度の関係は、逆 U 字型に近い形状になっていた。
2 点目は、妻の家事・育児分担割合が 20%を超えると、専業主婦の幸福度が共働きの妻の幸福度よりも高くなっていた。逆を言えばこの結果は、家事・育児の大半を夫が行っている
場合、専業主婦の幸福度は非常に低くなることを意味する。
3 点目は、妻の幸福度が最大となる家事・育児分担割合を計算した結果、共働きの妻では55%であり、専業主婦では 60%または 61%であった。この結果が示すとおり、共働きの妻の方が専業主婦よりも夫の家事・育児負担が多いと、幸福度が最大となる。ただし、幸福度が最大となる家事・育児分担割合は、共働きの妻と専業主婦の間で必ずしも大きな差はない。

11

これは、近年社会的に注目の集まる親類のサポートが得られにくい夫婦のみで家事・育児を行っている状況を想定している。

16この結果には 2 つの解釈がありうる。1 つ目は、就業状態にかかわらず、妻の幸福度は夫婦間で家事・育児を均等に近い割合で分担すると高くなるというものだ。2 つ目の解釈は、妻の就業状態を詳細に分類していないため、共働きの妻と専業主婦の差が明確に表れないというものだ。後者の可能性を確認するためにも、次に妻の就業状態を正規雇用、非正規雇用、自営業他に分けた場合のシミュレーション結果を見ていく。
図 4 妻の家事・育児分担割合と妻の幸福度の関係に関するシミュレーション結果①
4.20(妻の幸福度)

4.10

4.00

3.90

3.80

3.70

3.60

妻は就業

妻は専業主婦

3.50

0

10

20

30

40

50

60

70

80

90

100

妻の家事・育児分担割合(%)
注 1)：Appendix B の(1)の Pooled OLS の推計結果から、筆者算出。
注 2)：図 4 では、妻が働く場合と妻が専業主婦の場合にわけて、シミュレーションを行っている。シミュ
レーションの計算を行う際、子どもの数、夫の就業状態ダミー、夫婦それぞれの年齢、夫婦それぞれの学歴、世帯年収ダミー、3 歳以下の子どもありダミー、市郡規模ダミー、年次ダミーについては各変数の平均値を使用している。また、親との同居状況については、親が同一都道府県・それ以外に同居しているといった場合を想定している。

17

図 5 妻の家事・育児分担割合と妻の幸福度の関係に関するシミュレーション結果②
4.10(妻の幸福度)
4.00
3.90

3.80
3.70
3.60
3.50
3.40

妻は正規雇用3.30

妻は非正規雇用

妻は自営業他

3.20
0

10

20

30

40

50

60

70

80

90

100

妻の家事・育児分担割合(%)
注 1)：Appendix B の(2)の Pooled OLS の推計結果から、筆者算出。
注 2)：図 5 では、妻が正規雇用、非正規雇用、自営業、専業主婦の場合にわけて、シミュレーションを行っている。シミュレーションの計算を行う際、子どもの数、夫の就業状態ダミー、夫婦それぞれの年齢、夫婦それぞれの学歴、世帯年収ダミー、3 歳以下の子どもありダミー、市郡規模ダミー、年次ダミーについて
は各変数の平均値を使用している。また、親との同居状況については、親が同一都道府県・それ以外に同居しているといった場合を想定している。

推計結果は図 5 に掲載してある。図 5 の推計結果から、次の 3 点がわかる。1 点目は、正規雇用や非正規雇用と比較して、自営業他の推計結果の形状がやや異なっていた。この背景には自営業や家族従業者といった就業時間が比較的調整しやすい働き方が影響を及ぼしている可能性がある。
2 点目は、正規雇用と非正規雇用を比較すると、その形状は近いものの、妻の家事・育児負担割合が 56%以下だと、正規雇用の妻の幸福度が非正規雇用の妻よりも高かった。おそらく、この背景には、正規雇用の妻の場合、夫が家事・育児に大きく貢献してくれると、仕事と家庭の両立の負担が大きく改善され、幸福度も高まるためだと考えられる。
3 点目は、妻の幸福度が最大となる家事・育児分担割合を計算した結果、正規雇用の妻では 46%または 47%であり、非正規雇用では 50%または 51%であった。また、自営業他では72%であり、大きく異なっていた。これらの結果が示すとおり、就業形態によって妻の幸福
18

度が最大となる家事・育児分担割合が異なる。仕事の負担が重い正規雇用では、夫が半分以上の家事・育児を分担すると妻の幸福度が最大になる反面、自営業では 7 割近い家事・育児を妻が分担すると幸福度が最大となっていた。
以上の図 4、5 の結果を考慮すると、妻の就業状態によって幸福度が最大となる家事・育児分担割合が異なっていると言える。特に正規雇用の妻と専業主婦では、幸福度が最大となる家事・育児分担割合の違いが相対的に大きく、その差が約 13%となっていた。また、全体的に見て、働く妻ほど夫が家事・育児に貢献すると幸福度が高くなるため、仮説 2 は支持されると考えられる。
表 4 実際の妻の家事・育児分担割合と幸福度が最大となる家事・育児分担割合の乖離

共働きの妻

①

②

妻の幸福度が最大となる妻の家事・育児分担割合

家事・育児負担割合

の平均値

③
②-①

55%

88%

33%

妻が正規雇用

46.5%

84%

37%

妻が非正規雇用

50.5%

91%

40%

妻が自営業他

72%

91%

19%

60.5%

95%

34%

専業主婦

注 1)：①列の値は、図 4 と図 5 から算出している。②列の値は分析対象サンプルの平均値を用いている。
注 2)：妻が正規雇用の場合と専業主婦の場合、2 つの値で妻の幸福度が最大となるため、両者の平均値を計算し、表に掲載してある。

図 4、5 の推計結果を用いると、実際の妻の家事・育児分担割合と幸福度が最大となる家事・育児分担割合との間で、乖離がどの程度発生しているのかを計算できる。この計算結果を示したのが表 4 である。表 4 の①列は妻の幸福度が最大となる家事・育児分担割合を示し、②列は今回の分析対象サンプルの妻の家事・育児分担割合の平均値を示している。表 4の③列は、②列と①列の値の差であり、言わば“理想と現実のギャップ”である。③列の計算結果から明らかなとおり、妻が自営業である場合を除き、妻の家事・育児分担割合の乖離は30～40%となっていた。この結果は、妻の就業状態にかかわらず、妻の家事・育児分担割合
はほぼ同程度、理想から乖離した状況になっていることを示す。専業主婦と共働きの妻の乖離が同程度になるのは、専業主婦では幸福度が最大となる家事・育児分担割合が共働きの妻よりも大きいものの、実際に負担する家事・育児も多くなっているためだと考えられる。また、依然として残る性別役割分業意識や夫の長い労働時間によって、妻に家事・育児負担が集中し、望ましい家事・育児の分担を達成できないといった状況も大きく影響を及ぼしていると考えられる。

19

6.4

仮説 3 の検証結果

本節では 3 つ目の仮説の「子どもの数が多く、共働きの妻の場合、妻の幸福度が最大となるのは、専業主婦世帯と比較して、夫がより多くの家事・育児を負担してくれる場合である」
を検証するが、仮説 2 と同じく、Pooled OLS の推計結果を用いたシミュレーション分析を行う。具体的には、(4)式を Pooled OLS によって推計し、得られた係数と各変数の積を算出し、妻の家事・育児分担割合によって幸福度がどのように変化するのかを図示する。仮説
2 の(3)式と仮説 3 の(4)式の大きな違いは、子どもの数を考慮した点にある。仮説 3 のシミュレーションでは、共働きの妻と専業主婦のそれぞれの場合において、子どもの数を 0 人、
1 人、2 人と変化させた際、妻の幸福度が最大となる家事・育児分担割合がどのように変化するのかを検証する。なお、(4)式の推計結果は Appendix C に掲載してある。
図 6 は共働きの場合におけるシミュレーション結果である。この結果から、次の 3 点がわかる。1 点目は、子どもの数が多くなるほど、推計値の曲線が右下方向に移動していた。
これは、子どもの数が増えるほど、妻の幸福度が低下する傾向にあることを意味する。佐藤(2018)が指摘されるように、この背景には子どもの数が増えるほど、育児負担が増大し、かつ、その負担が妻に集中してしまうためだと考えられる。
2 点目は、幸福度が最大となる妻の家事・育児分担割合を計算した結果、子どもの数が 0
人だと 47%であり、子どもの数が 1 人だと 53%、そして、子どもの数が 2 人だと 57%となっていた。この結果は、子どもの数が増えるほど、幸福度が最大となる妻の家事・育児分担割合も増えることを意味する。この結果は子どもの数が増えるほど、その育児負担を夫にも負担してもらった方が妻の幸福度が高まると考えた仮説とは逆であり、非常に興味深い。
3 点目は、子どもの数が増えるにつれて、夫に大半の家事・育児を行ってもらう方が妻が自分で多くの家事・育児を行うよりも幸福度が低くなる傾向にあった。
図 7 は専業主婦の場合におけるシミュレーション結果である。この結果から、次の 3 点がわかる。1 点目は、共働きの妻の結果と同じく、子どもの数が多くなるほど、推計値の曲線が右下方向に移動していた。
2 点目は、妻の幸福度が最大となる家事・育児分担割合を計算した結果、子どもの数が 0
人だと 54%であり、子どもの数が 1 人だと 61%、そして、子どもの数が 2 人だと 65%または 66%となっていた。この結果は、共働きの妻の結果と同じく、子どもの数が増えるほど、幸福度が最大となる妻の家事・育児分担割合も増えることを意味する。
3 点目は、子どもの数が増えるにつれて、夫に大半の家事・育児を行ってもらう方が妻が自分で多くの家事・育児を行うよりも、幸福度が低くなっていた。この結果も共働きの妻の場合と同じである。

20

図 6 妻の家事・育児分担割合と妻の幸福度の関係に関するシミュレーション結果③(共働きの妻の子どもの数別の推計)
4.05(妻の幸福度)

4.00
3.95
3.90
3.85
3.80
3.75
3.70

3.65
3.60

共働き・子ども0人

共働き・子ども1人

共働き・子ども2人

3.55
0

10

20

30

40

50

60

70

80

90

100

妻の家事・育児分担割合(%)
注 1)：Appendix C の Pooled OLS の推計結果から、筆者算出。
注 2)：図 6 では、共働きの妻の子どもの数が 0 人、1 人、2 人の場合にわけて、シミュレーションを行っている。シミュレーションの計算を行う際、夫の就業状態ダミー、夫婦それぞれの年齢、夫婦それぞれの学歴、世帯年収ダミー、3 歳以下の子どもありダミー、市郡規模ダミー、年次ダミーについては各変数の平均値を使用している。また、親との同居状況については、親が同一都道府県・それ以外に同居しているといった場合を想定している。

以上の結果を整理すると、共働きの妻と専業主婦の両方の場合において、概ね同じ傾向の結果が得られたと言える。これらの中でも特に注目されるのは、子どもの数が増えるほど、幸福度が最大となる妻の家事・育児分担割合も増えるといった結果である。この結果は、仮説 3 とは真逆となっている。この結果の背景には、どのような要因が存在しているのだろうか。
さまざまな要因が考えられるが、ここでは 2 つの可能性を指摘しておきたい。1 つ目は、妻の子どもに対する選好の影響である。子どもが好きな女性ほど、子どもを多く持つ傾向があると予想され、子どもと接する時間も長く、そこから幸せを感じている可能性がある。このような子どもへの選好の影響によって、子どもの数が増えるほど、幸福度が最大となる妻

21

の家事・育児分担割合も増加している可能性がある12。
2 つ目は、Akerlof and Kranton (2000, 2010)等の先行研究でも指摘される社会規範が影響を及ぼしている可能性がある。日本では性別役割分業意識が依然として強く、女性が家事・育児を主に行う場合が多い。この社会規範が子どものいる場合に特に強く影響を及ぼすよ
うになっているのではないだろうか。この結果、子どもがいる場合ほど、妻自身が家事・育児に携わった方が社会規範との乖離も小さくなり、幸福度が向上すると考えられる。これは逆に、子どもの数が増えるのに従って、妻自身が家事・育児に参加できないと社会規範との乖離が大きくなり、幸福度が減少する可能性があることを示唆する。これは、夫に家事・育児の大半を行ってもらう方が妻の幸福度が低下するといった結果と整合的だと言える。つまり、子どもの数が増えるにつれて、社会規範が強く意識されるようになるため、妻自身がより家事・育児に参加した方が幸福度が向上し、逆にあまり家事・育児に参加できないと幸福度が低下してしまうのではないだろうか。なお、この点についてはまだ十分に検証がなされているとは言えないため、さらなる分析が必要だと言える。
図 7 妻の家事・育児分担割合と妻の幸福度の関係に関するシミュレーション結果④(専業主婦の子どもの数別の推計)
4.20(妻の幸福度)

4.10
4.00
3.90
3.80
3.70

3.60
3.50
3.40

妻就業・子ども0人

3.30

妻就業・子ども1人

妻就業・子ども2人

3.20
0

10

20

30

40

50

60

70

80

90

100

妻の家事・育児分担割合(%)

12

子どもへの選好に関する仮説が妥当である場合、子どもが好きな女性ほど、家事・育児分担割合が低いと、幸福度が低下する可能性が考えられる。これは図 6、図 7 の結果と整合的だと考えられる。

22

注 1)：Appendix C の Pooled OLS の推計結果から、筆者算出。
注 2)：図 6 では、共働きの妻の子どもの数が 0 人、1 人、2 人の場合にわけて、シミュレーションを行っている。シミュレーションの計算を行う際、夫の就業状態ダミー、夫婦それぞれの年齢、夫婦それぞれの学歴、世帯年収ダミー、3 歳以下の子どもありダミー、市郡規模ダミー、年次ダミーについては各変数の平均値を使用している。また、親との同居状況については、親が同一都道府県・それ以外に同居しているといった場合を想定している。

7

結論
本稿の目的は、夫婦の家事・育児分担と妻の主観的厚生の関係を日本の代表的なパネルデータである JPSC を用いて分析することであった。結婚・出産後も働き続ける女性が増加する中、重い家事・育児負担が妻の主観的厚生にどのような影響を及ぼしているのかといった点は、興味・関心を集まる論点だと言える。海外ではこの点に関して徐々に研究が蓄積されつつあるものの、日本のデータを用いた研究は少なく、明らかになっていない点も多い。そこで、本稿では夫婦の家事・育児分担と妻の主観的厚生の関係を改めて様々な視点から分析した。本稿の分析の結果、以下の 3 点が明らかになった。
1 点目は、夫婦の家事・育児分担と妻の幸福度の関係が線形なのか、非線形なのかを検証した結果、非線形(逆 U 字型)であることがわかった。この結果は、妻の幸福度を最も高める家事・育児分担が存在することを示唆する。
2 点目は、夫婦の家事・育児分担と妻の幸福度の関係に関する OLS によるシミュレーシ
ョン分析の結果、妻の就業状態によって、妻の幸福度が最大となる点が異なることがわかった。幸福度が最大となる妻の家事・育児分担割合を計算した結果、共働きの妻では 55%であり、専業主婦では 60%または 61%であった。なお、共働きの妻の中でも正規雇用で働く妻の場合、妻の幸福度が最大となる家事・育児分担割合は 46%または 47%であった。この結果は、正規雇用で働く妻の場合、夫婦間でほぼ均等に家事・育児を分担すると、最も妻の幸福度が高くなることを意味する。
3 点目は、夫婦の家事・育児分担と妻の幸福度の関係に関する OLS のシミュレーション
分析を子どもの数別に行った結果、子どもの数が増えるほど、幸福度が最大となる妻の家
事・育児分担割合がむしろ増えることがわかった。子どもの数が増えるにつれて、より夫に
家事・育児に参加してもらった方が妻の幸福度が向上すると予想していたが、実際の結果は逆であった。この結果の背景には、2 つの要因が考えられる。1 つ目は、そもそも子どもが好きな女性ほど子どもを多く持つ傾向があり、子どもと接する時間も長いという可能性である。2 つ目は、性別役割分業意識に代表される社会規範の影響が子どもの数が多いほど強くなり、その社会規範に沿った行動をとった方が幸福度も向上するようになるといった可能性である。
以上が本稿の分析によって得られた結果であるが、これらの中でも重要なのは、夫婦の家
23

事・育児分担と妻の幸福度の関係が逆 U 字型であるといった点と夫婦間でほぼ均等に家事・育児を分担すると、妻の幸福度が最も高くなるといった点である。前者については、先行研究で必ずしも十分に検討されていなかったが、夫婦の望ましい家事・育児分担を検討する上では検証が欠かせない点だと言える。記述統計による検証だけでなく、AIC や BIC といったモデル選択でも非線形の方が望ましいという結果になったことを考慮すると、夫婦の家
事・育児分担と妻の幸福度の関係が逆 U 字型であるといった結果は妥当だと考えられる。
今後、この結果が頑健なのかを確認することが重要であり、他のデータを用い、再度検証する必要があるだろう。また、後者は、妻の幸福度といった視点から、夫婦で家事・育児をどのように分担するのが望ましいのかといった問に対して、1 つの解を示した結果だと言える。
妻の幸福度といった夫の視点を欠いた指標ではあるものの、家事・育児の大半を妻が負担している場合が多い点を考慮すると、その妻の主観的厚生がどのような場合に改善されるのかが明確になることは、夫婦の在り方を考える上で重要な情報だと言える。今後、妻だけでなく、夫の幸福度を用いた分析を行うことが重要であり、妻の結果との相違点を明らかにする必要があるだろう。

24

Appendix A 妻の家事・育児分担割合のモデル選択に関する推計結果(被説明変数は生活満足度)

妻の家事・育児負担割合

(1)

(2)

(3)

(4)

係数

係数

係数

係数

-0.00***

0.01**-0.01***

0.02**(0.00)(0.00)(0.00)

妻の家事・育児負担割合の2乗項/100-0.01***(0.00)

妻の就業ダミー
夫の就業状態ダミー

非正規雇用

ref:正規雇用
自営業他
妻の年齢
夫の年齢
妻の学歴ダミー-0.10***-0.33***-0.32***(0.02)(0.02)(0.05)(0.05)

-0.04

-0.04

-0.15

-0.15

(0.05)(0.05)(0.14)(0.14)

0.13***

0.12***

0.37***

0.37***(0.05)(0.05)(0.10)(0.10)

-0.02

-0.02

-0.06***-0.06***(0.02)(0.02)(0.01)(0.01)

-0.01

-0.01

-0.01

-0.00

(0.02)(0.02)(0.01)(0.01)

専門・短大卒
大卒以上

0.41***

0.40***(0.14)

0.31**

0.32**(0.12)(0.12)

大卒以上

0.58***

0.58***(0.11)(0.11)
0.29***

0.08***(0.02)(0.02)(0.06)(0.06)

第3分位

0.16***

0.16***

0.55***

0.55***(0.03)(0.03)(0.07)(0.07)

第4分位

0.30***

0.30***

0.98***

0.98***

3歳以下の子どもありダミー
近隣・同一市区内に同居

ref:同居・準同居
同一都道府県・その他に同居
都区および政令指定都市

ref:その他の市
町村

推計手法
R2

0.09***

0.29***

第2分位

子どもの数

市郡規模ダミー

0.17*(0.10)

専門・短大卒ref:第1分位

親との同居状況ダミー

0.18*(0.10)(0.14)

ref:中高卒

世帯年収ダミー(0.01)-0.10***

ref:中高卒

夫の学歴ダミー(0.01)-0.02***(0.03)(0.03)(0.08)(0.08)-0.10***-0.10***-0.30***-0.30***(0.02)(0.02)(0.04)(0.04)

0.02

0.02

0.07

0.05

(0.02)(0.02)(0.05)(0.05)

0.14***

0.14***

0.32***

0.32***(0.04)(0.04)(0.08)(0.08)

0.18***

0.17***

0.40***

0.39***(0.04)(0.04)(0.09)(0.09)

0.01

0.01

-0.05

-0.05

(0.04)(0.04)(0.08)(0.08)

-0.04

-0.04

-0.09

-0.09

(0.04)(0.04)(0.10)(0.10)FE OLSFE OLS

RE Ologit

RE Ologit

0.04

0.04
-27328.06-27322.85

50208.35

50200.51

54744.11

54735.69

50493.58

50493.89

55102.68

55102.41

25,57325,57325,57325,573対数尤度
モデル選択に関する統計量 赤池情報量規準(AIC)
ベイズ情報量規準(BIC)
サンプルサイズ注 1)： Appendix A の被説明変数は、生活満足度を使用している。(1)～(4)では生活満足度の連続変数を
被説明変数として使用している。
注 2)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が 1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注 3)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
注 4)：JPSC1993-JPSC2015 から、筆者推計。

25

Appendix B 夫婦の家事・育児分担と妻の幸福度に関する OLS の推計結果(妻の就業状態別の推計)

妻の家事・育児負担割合
妻の家事・育児負担割合の2乗項/100
妻の就業ダミー×妻の家事・育児負担割合

(1)

(2)

係数

係数

0.02***

0.02***(0.00)(0.00)-0.02***-0.02***(0.00)(0.00)-0.01(0.01)

妻の就業ダミー×妻の家事・育児負担割合の2乗項/100

0.01(0.00)

妻の就業ダミー

0.14(0.23)

妻の正規雇用ダミー×妻の家事・育児負担割合-0.01(0.01)

妻の正規雇用ダミー×妻の家事・育児負担割合の2乗項/100

0.01(0.00)

妻の非正規雇用ダミー×妻の家事・育児負担割合-0.01(0.01)

妻の非正規雇用ダミー×妻の家事・育児負担割合の2乗項/100

0.01(0.00)

妻の自営業ダミー×妻の家事・育児負担割合

0.00(0.01)

妻の自営業ダミー×妻の家事・育児負担割合の2乗項/100

0.00(0.01)

妻の就業状態ダミー

正規雇用

0.29

ref:無業(0.29)
非正規雇用

0.21(0.26)

自営業-0.28(0.42)

推計手法

OLS

OLS

R2

0.10

0.10

サンプルサイズ23,43023,430

注 1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が 1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注 2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
注 3)：推計では夫の就業状態ダミー、夫婦それぞれの年齢、夫婦それぞれの学歴、世帯年収ダミー、3 歳
以下の子どもありダミー、親との同居状況ダミー、市郡規模ダミー、そして、年次ダミーも変数として使用している。
注 4)：JPSC1993-JPSC2015 から、筆者推計。

26

Appendix C 夫婦の家事・育児分担と妻の幸福度に関する OLS の推計結果(妻の就業状態別、子どもの数別の推計)(1)係数
妻の家事・育児負担割合

0.01(0.01)

妻の家事・育児負担割合の2乗項/100-0.01*(0.00)

妻の就業ダミー-0.07(0.36)

子どもの数-0.35**(0.16)

妻の就業ダミー×子どもの数

0.22(0.21)

妻の家事・育児負担割合×妻の就業ダミー-0.00(0.01)

妻の家事・育児負担割合×子どもの数

0.01**(0.00)

妻の家事・育児負担割合×妻の就業ダミー×子どもの数-0.01(0.01)

妻の家事・育児負担割合の2乗項×妻の就業ダミー

0.00(0.01)

妻の家事・育児負担割合の2乗項×子どもの数-0.01***(0.00)

妻の家事・育児負担割合の2乗項×妻の就業ダミー×子どもの数

0.00(0.00)

推計手法

OLS

R2

0.10

サンプルサイズ23,430

注 1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が 1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注 2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
注 3)：推計では夫の就業状態ダミー、夫婦それぞれの年齢、夫婦それぞれの学歴、世帯年収ダミー、3 歳
以下の子どもありダミー、親との同居状況ダミー、市郡規模ダミー、そして、年次ダミーも変数として使用している。
注 4)：JPSC1993-JPSC2015 から、筆者推計。

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